??核心觀點(diǎn)

勞動供給彈性是指勞動供給量對工資率變動的反應(yīng)程度，通常通過計(jì)算勞動供給量變動百分比與工資率變動百分比的比率來衡量；是研究一國經(jīng)濟(jì)變化的重要指標(biāo)，其關(guān)系到消費(fèi)與勞動、居民和政府等各部門，是解決消費(fèi)不足、完善改革的重要指標(biāo)之一。

我們分為全國口徑、城鎮(zhèn)口徑來分析勞動供給彈性。全國口徑是從資金流量表中得到所有勞動報(bào)酬，并根據(jù)全國就業(yè)人數(shù)來測算勞動工資；城鎮(zhèn)員工的勞動時(shí)間大部分已經(jīng)公布，農(nóng)村勞動時(shí)間我們按照每周30小時(shí)計(jì)算，利用城鎮(zhèn)就業(yè)占比作為權(quán)重測算全國每周勞動時(shí)間。再考慮人口結(jié)構(gòu)、教育程度測算勞動供給彈性。

考慮了全國口徑的中國勞動供給彈性為0.06，城鎮(zhèn)化后的城鎮(zhèn)勞動供給彈性為0.2，均低于部分OECD國家水平（加拿大0.38、荷蘭0.25、美國0.28）。通過比較每周平均工作時(shí)間，也可以發(fā)現(xiàn)中國的高勞動供給特征。這與邊際消費(fèi)傾向偏低相一致，反映了中國居民的勞動—休暇偏好。

低勞動供給彈性讓政府減稅刺激消費(fèi)的效果不理想，我們建議提高居民財(cái)產(chǎn)性收入，以改變“高勞動供給—低消費(fèi)傾向”的現(xiàn)狀。

勞動供給彈性是指勞動供給量對工資率變動的反應(yīng)程度，通常通過計(jì)算勞動供給量變動百分比與工資率變動百分比的比率來衡量；它是研究一國經(jīng)濟(jì)變化的重要指標(biāo)，關(guān)系到消費(fèi)與勞動、居民和政府等各部門，是解決消費(fèi)不足、完善改革的重要指標(biāo)之一。

彈性包括工時(shí)彈性和參與彈性，前者被稱為集約邊際彈性：反映已有工作者的勞動時(shí)間對工資變化的反應(yīng)（工作時(shí)間增減）。后者被稱為擴(kuò)展邊際彈性：反映勞動參與率對工資變化的反應(yīng)（是否參與勞動）。

我國對勞動供給彈性測算和研究的文獻(xiàn)不多，Li and Zax(2003)、張世偉和周闖(2009，2010) ，常進(jìn)雄和趙海濤(2014) 、李雅楠(2016)以及程杰和朱鈺鳳（2021）均是基于市場調(diào)查統(tǒng)計(jì)測算，其中程杰和朱鈺鳳（2021）認(rèn)為中國勞動力市場存在二元結(jié)構(gòu)，在勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移過程中，勞動供給彈性逐漸下降，到2018年已經(jīng)降至0.092。

本文嘗試從宏觀角度測算中國過去幾十年的勞動供給彈性，并從中發(fā)現(xiàn)規(guī)律，對未來研究做更多支持。

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勞動時(shí)間

我們曾在《再議中國潛在經(jīng)濟(jì)增速》中探討過勞動投入量，用工資報(bào)酬指數(shù)來代替勞動時(shí)間，這實(shí)際上忽視了勞動時(shí)間和勞動工資之間的區(qū)別。勞動投入量等于勞動者數(shù)量*勞動時(shí)間，勞動報(bào)酬等于勞動時(shí)間*平均工資，勞動時(shí)間和勞動工資之間趨勢并不完全一致，兩者之間的關(guān)系就是勞動供給彈性。除非勞動供給彈性保持不變，否則工資報(bào)酬不可以直接擬合勞動時(shí)間。

本文所測算勞動時(shí)間分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村。統(tǒng)計(jì)局從2001年開始公布城鎮(zhèn)就業(yè)人員周平均工作時(shí)間，同時(shí)岳希明和任若恩（2008）《測量中國經(jīng)濟(jì)的勞動投入：1982—2000年》里也提供了2000年之前的工作時(shí)間年均增速，我們結(jié)合兩者數(shù)據(jù)得出1982年以來的的城鎮(zhèn)平均工作時(shí)間。雖然統(tǒng)計(jì)局沒有公布農(nóng)村工作時(shí)間，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較固定。我們借鑒《中國農(nóng)村剩余勞動力估計(jì)：2010—2018》里統(tǒng)計(jì)的中國居民收入項(xiàng)目（CHIP）2013年的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，認(rèn)為純農(nóng)業(yè)勞動力平均農(nóng)業(yè)投入時(shí)間為210.8天（折合30小時(shí)每周），并在各個(gè)年份保持穩(wěn)定。再根據(jù)城鎮(zhèn)就業(yè)人口和農(nóng)村就業(yè)人口占比計(jì)算全國勞動時(shí)間。結(jié)果如圖所示：

由于城鎮(zhèn)就業(yè)占比不斷上升，全國平均工作時(shí)間也隨著城鎮(zhèn)就業(yè)時(shí)間的增加而增加。到2024年城鎮(zhèn)就業(yè)占比達(dá)到64%，全國平均工作時(shí)間也上升到42小時(shí)每周。

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勞動參與

中國自1978年改革開放以來，農(nóng)村剩余勞動力不斷涌入城市參加勞動，這種城鎮(zhèn)化過程直到2003年左右才出現(xiàn)拐點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界稱之為“劉易斯拐點(diǎn)”。但這種二元經(jīng)濟(jì)特征讓城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)量不斷增加，影響到工資的定價(jià)關(guān)系以及個(gè)人在勞動—休暇之間的選擇。

本文測算勞動供給彈性分為兩個(gè)口徑：全國口徑和城鎮(zhèn)口徑。針對城鎮(zhèn)勞動供給彈性的研究，我們需要研究就業(yè)參與率指標(biāo)，也即全國就業(yè)人員與全國經(jīng)濟(jì)活動人口的比較（總就業(yè)率），其包括了城鎮(zhèn)就業(yè)人員與全國就業(yè)人員的比較（就業(yè)城鎮(zhèn)化率），也即城鎮(zhèn)就業(yè)人員與全國經(jīng)濟(jì)活動人口的比值。

由于1990年第四次全國人口普查修正了此前城鄉(xiāng)人口劃分標(biāo)準(zhǔn)，將“私營企業(yè)”和“個(gè)體工商戶”正式納入就業(yè)統(tǒng)計(jì)，并將此前未被完全覆蓋的靈活就業(yè)人口也納入統(tǒng)計(jì)范圍，最終導(dǎo)致數(shù)據(jù)上修。因此本文的測算時(shí)間起點(diǎn)為1990年。

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勞動工資

首先，數(shù)據(jù)來源。針對全國口徑，我們使用的是統(tǒng)計(jì)局公布的資金流量表公布的勞動報(bào)酬占比，測算全國實(shí)際勞動報(bào)酬；再根據(jù)統(tǒng)計(jì)局公布的全國就業(yè)人數(shù)，測算人均實(shí)際報(bào)酬（工資）。

針對城鎮(zhèn)口徑，統(tǒng)計(jì)局公布了城鎮(zhèn)就業(yè)人員的平均工資，分為私營單位和非私營單位。非私營單位的平均工資是從1978年開始到2023年，但私營單位的平均工資只有2008年之后的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)缺失，讓我們不得不尋找其他指標(biāo)。

統(tǒng)計(jì)局還公布了城鎮(zhèn)居民家庭生活基本情況，其中包括人均可支配收入以及組成部分。在這里財(cái)產(chǎn)性收入主要是居民存款利息、股票紅利、住房租金等收益，轉(zhuǎn)移性收入是政府補(bǔ)助低收入人群以及部分行業(yè)的政府性補(bǔ)貼，主要集中在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。這兩部分不屬于勞動所得，因此不能計(jì)算入勞動收入。扣除兩者之外的工薪收入和經(jīng)營凈收入均為勞動所得，計(jì)入城鎮(zhèn)勞動工資。

其次，由于城鎮(zhèn)居民家庭情況調(diào)查在2000年之前數(shù)據(jù)也有欠缺，我們需要尋找其他數(shù)據(jù)來輔助推測這些缺失數(shù)據(jù)。統(tǒng)計(jì)局公布的“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入:累計(jì)實(shí)際增長指數(shù)”公布了從1978年以來的數(shù)據(jù)序列，用這一指標(biāo)與通過CPI定期指數(shù)調(diào)整后的實(shí)際勞動收入相比非常接近（除了2018和2020年）。這樣我們就可以用城鎮(zhèn)居民人均和支配收入實(shí)際增長指數(shù)來擬合2000年之前的勞動工資。

接著，我們需要對城鎮(zhèn)居民家庭中的勞動收入（工薪收入+經(jīng)營凈收入）進(jìn)行一定的調(diào)整來折算成就業(yè)人員平均工資。由于家庭中存在老幼成員或其他待業(yè)人員，就業(yè)人員的工資已被他們平均，我們需要通過“人均勞動收入/平均每一就業(yè)者負(fù)擔(dān)人數(shù)”這一指標(biāo)來折算成就業(yè)人員平均工資。統(tǒng)計(jì)局公布了1981年至2023年的平均每一就業(yè)者負(fù)擔(dān)人數(shù)，如圖6，整體呈不斷上升態(tài)勢，尤其是2020年和2023年突破2。

最后，我們得出城鎮(zhèn)就業(yè)人員的名義工資和實(shí)際工資，其中名義工資與前面的非私營和私營城鎮(zhèn)就業(yè)人員的平均工資走勢較為接近。在2008年也即統(tǒng)計(jì)私營就業(yè)人員平均工資以前，我們估算的城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資與非私營單位的城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資走勢非常接近，而2008年以后也即私營企業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)之后，我們估算的城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資與私營單位的城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資走勢越來越近。

我們用估算出的2008年之后的城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資與按照非私營和私營勞動人數(shù)加權(quán)測算的就業(yè)人員平均工資相比，發(fā)現(xiàn)后者高于前者。主要原因是前者包括了靈活就業(yè)人員的收入，而后者只統(tǒng)計(jì)正式員工工資薪酬。而“城鎮(zhèn)就業(yè)人員周平均工作時(shí)間”統(tǒng)計(jì)的范圍是包括靈活就業(yè)和兼職人員的工作時(shí)間，與城鎮(zhèn)家庭收入統(tǒng)計(jì)口徑接近，所以我們估算的指標(biāo)更合理。

最后我們比較全國平均勞動報(bào)酬與城鎮(zhèn)平均工資，可以發(fā)現(xiàn)2000年之前兩者走勢較為一致，2000年至2012年城鎮(zhèn)平均工資增速快于全國，2013年至今慢于全國，但整體走勢較為一致。

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勞動供給彈性

首先，我們求解全國口徑的勞動供給的工時(shí)彈性，根據(jù)以上論述，我們使用以下公式：

其中，H為周工作時(shí)間，W為實(shí)際時(shí)工資，Xi為影響勞動的其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，比如人口結(jié)構(gòu)（年齡中位數(shù)）、教育程度（高等教育入學(xué)率）。高等教育入學(xué)率來源于教育部，其他數(shù)據(jù)來自于統(tǒng)計(jì)局。

分析以上結(jié)果，我們可以看出雖然方程（3）的R2最高，但年齡中位數(shù)指標(biāo)的出現(xiàn)讓工資的系數(shù)從正轉(zhuǎn)負(fù)，而且顯著性下降；考察（4）也可以看出去掉高等教育入學(xué)率指標(biāo)后，年齡中位數(shù)指標(biāo)讓工資的顯著性大幅下降。所以我們認(rèn)為（2）最優(yōu)，最終回歸方程如下：

其次，我們求解城鎮(zhèn)的勞動供給彈性。分為兩種情況：（1）城鎮(zhèn)的工時(shí)彈性。此時(shí)只考慮城鎮(zhèn)人均員工收入和勞動時(shí)間，并沿用如上公式：

其中，H為周勞動時(shí)間，W為實(shí)際時(shí)工資，Y為非勞動收入，Xi中新增加了城鎮(zhèn)就業(yè)參與率，人口結(jié)構(gòu)指標(biāo)從年齡中位數(shù)轉(zhuǎn)為撫養(yǎng)比，其他指標(biāo)不變。結(jié)果如表所示：

通過上面的計(jì)量結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)(5)的R2較高且變量P值為0，是最優(yōu)方程，最終回歸方程如下：

（2）城鎮(zhèn)的參與彈性。這里的參與彈性是將城鎮(zhèn)就業(yè)參與率與勞動時(shí)間相乘得出新的勞動投入量（L），并沿用如上公式：

其中，L為勞動時(shí)間*城鎮(zhèn)就業(yè)參與率，Xi中扣除城鎮(zhèn)就業(yè)參與率，其他指標(biāo)不變。結(jié)果如表所示：

通過上面的計(jì)量結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)(5)的R2較高且變量P值為0，是最優(yōu)方程，最終回歸方程如下：

通過比較可以發(fā)現(xiàn)，全國口徑的勞動供給彈性較低，城鎮(zhèn)的工時(shí)彈性較高，但考慮了城鎮(zhèn)化勞動力轉(zhuǎn)移之后，勞動供給彈性降為負(fù)值。并且全國口徑和考慮參與彈性的城鎮(zhèn)口徑擬合程度都較高，這說明單純看城鎮(zhèn)的工時(shí)彈性會誤解中國的勞動供給彈性，城鎮(zhèn)化一直在顯著的影響勞動供給彈性。

高勞動供給特征

中國勞動供給彈性受非勞動收入的影響較小，主要受工資上漲帶動工作時(shí)間增加；財(cái)產(chǎn)性收入對勞動供給量的影響較小，大部分就業(yè)人員仍需要通過工作來維持生計(jì)。這與我們在《中國低消費(fèi)之謎》所指出的問題一致：居民財(cái)產(chǎn)性收入占比較低。

我們測算中國城鎮(zhèn)勞動供給彈性為0.056，與李雅楠測算中國frisch勞動供給彈性為0.35不同。我國勞動供給彈性低于部分OECD國家水平（加拿大0.38、荷蘭0.25、美國0.28）。我國勞動供給彈性較低的原因是多方面的，一方面勞動者財(cái)產(chǎn)性收入較低，沒有安全保障，儲蓄意愿較強(qiáng)，由此出現(xiàn)的高勞動供給特征；另一方面勞動市場自由交易受限。事業(yè)單位隱性門檻造成流動不充分，權(quán)力尋租和非貨幣福利使得工資并非唯一影響因素。私營企業(yè)裁員、最低工資制度影響到工資的正常波動，勞動培訓(xùn)市場不成熟影響跨行業(yè)就業(yè)等等。

統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)就業(yè)人員周平均工作時(shí)間從2001年開始就超過44個(gè)小時(shí)，而1994年公布以及此后兩次修正后的《勞動法》第四章第三十六條均規(guī)定國家實(shí)行勞動者每日工作時(shí)間不超過8小時(shí)，平均每周工作時(shí)間不超過四十四小時(shí)的工時(shí)制度。實(shí)際工作時(shí)間明顯超過法律規(guī)定時(shí)間，其中不乏很多企業(yè)實(shí)行“996”政策。

高勞動供給特征與邊際消費(fèi)傾向低是一致的，在勞動—休暇選擇模型中，個(gè)人是選擇勞動還是休暇是由休暇偏好決定的。由于我國居民邊際消費(fèi)傾向較低，休暇效用不高，個(gè)人更愿意選擇勞動。我們已經(jīng)建議提升居民的財(cái)產(chǎn)性收入，降低勞動偏好和提高消費(fèi)傾向。

低的勞動供給彈性不利于宏觀調(diào)控。勞動供給彈性低疊加高勞動供給特征，雖然有利于一定范圍內(nèi)的就業(yè)穩(wěn)定，但最低工資制度制約了企業(yè)主在經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重衰退期間通過降低工資來渡過難關(guān)的可能，由此轉(zhuǎn)向裁員，對經(jīng)濟(jì)帶來二次沖擊。同時(shí)由于勞動供給彈性低，政府難以通過針對個(gè)人減稅來刺激經(jīng)濟(jì)。政府支出的最優(yōu)規(guī)模取決于該國勞動者的供給彈性和邊際消費(fèi)傾向，如果供給彈性小，政府增加稅收帶來的負(fù)面影響較小。但政府支出用于鼓勵(lì)居民消費(fèi)上，效果也會打折扣。

風(fēng)險(xiǎn)提示

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不全；國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)政策不及預(yù)期；數(shù)據(jù)提取不及時(shí)；財(cái)政政策、貨幣政策超預(yù)期；模型假設(shè)較現(xiàn)實(shí)條件更嚴(yán)格；模型本身與真實(shí)世界存在偏差的風(fēng)險(xiǎn)。